醫(yī)療保險與中老年人的健康狀況
——兼論生活方式的中介作用

管理定 郭林

一、研究背景

現(xiàn)階段我國老年人健康狀況較差。以老年人自評健康為指標，2010～2015年，我國65歲及以上老年人自評健康為健康的占比從35.46%下降至31.97%。這一比例遠低于OECD組織主要國家的同期水平：2010～2015年，法國、德國、瑞典、英國、美國等國的65歲及以上老年人自評健康為健康的比例分別為35.1%～41.9%、38%～40.9%、60.8%～63.1%、61%～53.2%、75.4%～78.1%①比例由筆者計算得出。我國的數(shù)據(jù)來源于2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)、2015年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)；OECD組織主要國家的數(shù)據(jù)來源于其官網(wǎng)：https://stats.oecd.org/Index.aspx?ThemeTreeId=9。。再以慢性病為衡量標準，2011～2015年，我國老年人慢性病患病率從65%上升至71%（曹榮榮、郝磊，2018）；并且多數(shù)老年人同時患有多種慢性?。ê罨埯?，2018）。這些數(shù)據(jù)表明我國老年人不僅健康狀況較差，并且落后于其它主要國家。

有學者探討了醫(yī)療保險與老年人健康間關系，但研究結(jié)果卻存在一定爭議（萬莎，2015；劉曉婷、黃洪，2013）。他們分析的是現(xiàn)行社會醫(yī)療保險，而這一制度體系在我國創(chuàng)立時間較短并不斷調(diào)整或許是造成爭議的原因。那么若基于合適數(shù)據(jù)，關注持續(xù)時間較長且制度較為穩(wěn)定的“早期”醫(yī)療保險，或許可為判斷醫(yī)療保險與老年人健康間關系提供更為準確的研究結(jié)論。另一方面，基于健康社會影響因素分層模型，探析早期醫(yī)療保險與老年人健康關系的作用機制，也可為改善老年人健康狀況提供更有針對性的政策建議。此外，考慮到老年人健康狀況主要取決于進入老年期前的健康狀況（鄔滄萍、姜向群，2014：48），因此將研究對象進一步擴展至中年人具有重要的前瞻意義?；诖?，本研究主要關注早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系及其作用機制這一具有較強現(xiàn)實意義的研究問題。

二、醫(yī)療保險與個體健康間關系研究回顧

（一）醫(yī)療保險與個體健康的直接關系

已有學者關于醫(yī)療保險與個體健康直接關系的研究結(jié)果存在爭議。堅持促進作用的學者認為醫(yī)療保險可以顯著提高參保群體的健康水平，特別是有助于弱勢群體健康狀況的提高（吳本健，2018；唐迪等，2019）。而反對這一觀點的學者認為醫(yī)療保險擴大了不同群體間的健康不平等，無助于弱勢群體健康水平的提高（申曙光，2017；李芬、高向東，2019）。也有學者認為醫(yī)療保險與個體健康狀況具有反向因果關系，即健康狀況反過來影響個體的參保選擇。換言之，不同群體之間健康狀況的差異，不一定是醫(yī)療保險造成的，更有可能是這些群體在參保前便存在的健康差異（薛新東、建曉晶，2015）。有學者研究發(fā)現(xiàn)，我國中老年群體在參保時均存在逆向選擇，即健康弱勢群體更有可能參加醫(yī)療保險（謝予昭、顧昕2018）。

（二）醫(yī)療保險與個體健康關系的作用機制

1.積極作用機制

參加醫(yī)療保險有助于增加個體的醫(yī)療服務利用進而改善健康狀況。有學者認為，由于現(xiàn)代醫(yī)療保險存在顯著的互助共濟特征，通過責任分擔機制可以顯著降低參保群體的醫(yī)療負擔，鼓勵參保者積極使用醫(yī)療服務，改善健康狀況（Miller et.al，2004）。這一結(jié)論得到較多研究的支持（Finkelstein et.al， 2012; 王新軍、鄭超，2014）。關于我國城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險的研究表明，醫(yī)療保險顯著增加參保群體醫(yī)療服務利用行為，但并未造成經(jīng)濟負擔，提高了參保群體的健康水平（潘杰等，2013）。

參加醫(yī)療保險有助于糾正參保群體的不良行為從而保持健康。研究表明，醫(yī)療保險可以改變參保者的健康意識和行為（于大川等，2019），原先具有吸煙、酗酒等不健康行為的個體在參保后會減少此類行為（Ayanian et.al， 2000；Baker et.al， 2001）。這是因為參加醫(yī)療保險增加了這部分群體與醫(yī)生接觸的機會，了解到更多健康知識，增強自身健康素養(yǎng)從而減少不健康行為的發(fā)生。有學者指出，在控制受訪者過往的醫(yī)療服務利用情況后，實證結(jié)果才支持醫(yī)療保險有助于降低個體不健康行為（Dave、 Kaestner，2009）。進一步分析表明，正是醫(yī)療服務利用率的提升促使參保者注重保持合理膳食等健康生活方式，降低不健康行為的發(fā)生（白晨、顧昕，2018）。

2.消極作用機制

我國醫(yī)療服務利用存在嚴重不平等（胡琳琳、胡鞍鋼，2003；魏眾、B·古斯塔夫森，2005），而醫(yī)療保險進一步加大了不平等程度。有學者基于集中指數(shù)探析我國的醫(yī)療服務利用不平等情況，發(fā)現(xiàn)我國存在明顯親富人的醫(yī)療服務利用不平等，而醫(yī)療保險進一步加大了服務利用的不平等程度（解堊，2009）。共付率是造成不平等的主要原因。一方面是因為共付率可以直接影響參保群體的醫(yī)療服務利用；另一方面也可以改變個人的就醫(yī)偏好和醫(yī)療方式選擇而對醫(yī)療服務利用產(chǎn)生間接影響（馬超等，2014）。新醫(yī)改后不斷擴大的醫(yī)療保險覆蓋面和醫(yī)療保障水平，使得最窮收入組成為住院服務的最主要受益者，但大部分普通家庭所得到的住院服務并未有顯著提升（李永友、鄭春榮，2016），無助于這部分群體健康水平的提高。

醫(yī)療保險增加參保群體出現(xiàn)道德風險的概率而影響健康狀況。對美國人群的研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險增加參保群體吸煙、久坐和肥胖的概率（Stanciole， 2008）； Dave和Kaestner（2009）進一步指出會增加男性吸煙和飲酒行為，并且堅持運動等行為也顯著減少。關于我國的研究亦驗證道德風險的存在。對新農(nóng)合參保群體的研究表明，在處理參保行為的內(nèi)生性后，新農(nóng)合顯著增加參保群體吸煙、飲酒、久坐、攝入高熱量食物等不健康行為的概率（彭曉博、秦雪征，2015）。另有學者基于中國老年人健康長壽影響因素調(diào)查數(shù)據(jù)的分析也驗證了彭曉博和秦雪征（2015）的結(jié)果，并且進一步發(fā)現(xiàn)道德風險在健康狀況較好人群中出現(xiàn)的概率更大，對健康狀況較差人群幾無影響（傅虹橋等，2017）。

學界關于醫(yī)療保險與個體健康的已有研究為本文提供了重要借鑒意義，但這些研究不僅結(jié)論存在爭議，也鮮有學者關注早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系，更是少有學者分析二者關系的作用機制。有鑒于此，本文利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，關注早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系，并探析生活方式的中介作用，力求彌補這一憾事。

三、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用數(shù)據(jù)為中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Study，以下簡稱CHARLS）。該數(shù)據(jù)由北京大學國家發(fā)展研究院實施和管理，調(diào)查對象為隨機抽取家庭中45歲及以上的中老年人及其配偶，所有樣本均采用PPS方法通過縣級抽樣、村居抽樣、家戶抽樣和個人抽樣4個階段被抽取出來。該項目已進行5期全國性調(diào)查，分別是2011年基期調(diào)查，2013年、2015年、2018年3期追蹤調(diào)查及2014年關于前期受訪者的生命歷程調(diào)查。由于2018年的數(shù)據(jù)暫未公布，2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)便是所能獲得的最新數(shù)據(jù)。因此，關于受訪者健康狀況等變量主要來自這一期調(diào)查數(shù)據(jù)；而受訪者早期醫(yī)療保險獲得情況等生命歷程早期變量則來自2014年生命歷程調(diào)查數(shù)據(jù)，在具體分析中筆者以個體為單位對兩期數(shù)據(jù)進行匹配。

（二）變量設定

1.因變量

本文因變量為個體健康狀況。為客觀且準確的反映受訪者健康狀況，本文通過Barthel指數(shù)構(gòu)建個體日常活動能力（以下簡稱ADL）得分。借鑒已有學者的研究（鄭曉冬、方向明，2018），主要納入這9項指標：“進食、穿衣、洗澡、修飾、床-椅移動、平地移動①、上下樓梯、如廁、控制大小便”。每個條目的選項均為“沒有困難、有困難但仍可以完成、有困難需要幫助、無法完成”，以生活自理程度對這些選項分別賦值為15、10、5、0，從而得到反映受訪者日?；顒幽芰Φ牡梅郑–ollin et.al，1988）。因此，個體ADL量表的最后取值范圍是0-90（不同條目的賦值范圍不同，有的最高取值為15，有的最高取值為5），得分越高表明受訪者的日?；顒幽芰υ胶茫】禒顩r越好；反之則健康狀況越差。為降低缺失樣本對模型估計的影響，本研究對那些回答8項問題的個體同樣納入分析，但回答7項甚至更少的個體不納入分析。納入分析樣本量表的Cronbach's alpha系數(shù)為0.723，量表可信度較高。

2.自變量

本文自變量為早期醫(yī)療保險。在2014年生命歷程調(diào)查工作史部分，對于受訪者每一個類型是“農(nóng)業(yè)受雇或非農(nóng)受雇”的工作，調(diào)查員會進一步詢問“在該單位工作，如果看病，是否能報銷？”若可以報銷，便認為參加醫(yī)療保險；反之則未參加。考慮部分受訪者工作轉(zhuǎn)換經(jīng)歷較多，無法確定早期醫(yī)療保險參保情況，所以本文對那些工作數(shù)多于3個的受訪者不納入分析②關于個體生命歷程中工作數(shù)量的梳理也可表明這樣處理不會損失過多樣本：僅有一個工作的受訪者占樣本的18.13%；有2個工作的受訪者占樣本的42.69%；有3個工作的受訪者占樣本的21.38%，三者合計為84.22%。。另一方面，由于建國后早期實行的計劃經(jīng)濟體制并且城-鄉(xiāng)間戶籍轉(zhuǎn)換較為嚴格，受訪者的工作較為穩(wěn)定。如果受訪者有第二、三份工作的話，那么出現(xiàn)在中年甚至晚年時期即改革開放以后的可能性更高，無助于我們準確推斷早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系。因此，本文僅考慮受訪者第一份工作的醫(yī)療保險獲得情況。

綜上，如果受訪者第一份工作“享受醫(yī)保報銷待遇”則記為參加醫(yī)療保險；反之則記為沒有參加醫(yī)療保險。因此，本文所關注的醫(yī)療保險，從個體角度來說是工作初期的醫(yī)療保險；從保險種類來說，則是計劃經(jīng)濟時期的公費醫(yī)療、勞保醫(yī)療③本文納入分析受訪者的最小出生年份是1970年，工作年份在1990年左右，彼時城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險還未實施，受訪者若可以享受看病報銷待遇，也應是公費醫(yī)療、勞保醫(yī)療。。

3.中介變量

基于健康社會影響因素分層模型（李魯?shù)龋?017：28）和前文對已有學者研究的分析，我們可以發(fā)現(xiàn)諸多潛在中介變量，如工作和生活條件、衛(wèi)生保健服務、生活方式等。但是，囿于數(shù)據(jù)缺失，我們無法充分了解受訪者生命歷程中的工作和生活條件、衛(wèi)生保健服務利用等信息，僅能了解到受訪者的生活方式。另由于改變個體生活方式的實際操作性較容易。所以本文主要探析生活方式在早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系的中介作用。具體而言，主要是問卷中所調(diào)查的受訪者在生活中是否做過以下事情并且堅持至少一年：加強身體鍛煉、改善飲食習慣、戒煙（包括不抽煙）、減少飲酒（包括不飲酒）。

4.控制變量

關注早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系，還需處理健康選擇效應。為此，在對已有研究充分梳理的基礎上，本研究盡可能地控制可對個體健康產(chǎn)生長期影響的因素。首先是個體人口學特征，包括年齡、受教育年數(shù)、性別、是否有配偶、所患慢性病數(shù)量、成年后是否曾因健康原因臥床一月及以上；其次是受訪者家庭特征，包括常住地類型、是否使用天然氣、是否使用自來水、現(xiàn)在家庭經(jīng)濟條件；最后是受訪者童年期的因素，包括童年期是否挨餓、童年期家庭經(jīng)濟狀況、母親是否文盲。這樣不僅可以盡量避免由受訪者在參保前便存在的潛在健康差異而混淆早期醫(yī)療保險與中老年人健康間關系；也可避免因后天疾病沖擊等原因?qū)€體中老年期健康帶來的影響。所有納入分析的變量賦值及分類見表1。

表1：各變量賦值及分類

（三）模型設定

1.回歸模型設定

為探析早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系，本研究的模型設置如下：

方程（1）主要是控制變量回歸結(jié)果。其中Y為解釋變量，Yi（healthy）表示第i個人的日?；顒幽芰?。β0表示常數(shù)項，μ表示殘差。X表示對個體健康狀況具有影響的一系列控制變量，具體包括年齡、受教育年數(shù)等上述控制變量。方程（2）在方程（1）基礎上將個體早期醫(yī)療保險參保情況納入分析，β2ins表示早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況關系的系數(shù)。相同參數(shù)含義與方程（1）相同，不再贅述。

2.中介作用模型分析

本文以Sobel法探析生活方式在早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間的中介作用，模型設定如下：

方程（3）表示早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系。Yi（healthy）表示第i個人的日?；顒幽芰Α＆?表示常數(shù)項，μ表示殘差。βcins表示早期醫(yī)療保險與中老年人日?；顒幽芰﹂g關系的系數(shù)，該系數(shù)顯著是進行中介機制分析的前提。方程（4）表示早期醫(yī)療保險與個體生活方式的關系。Yi（habits）表示第i個人的生活習慣，具體分為身體鍛煉、改善飲食、吸煙、飲酒。納入模型的控制變量除了剔除反映個體生活方式的四個變量外，其余與回歸分析的控制變量相同，不再贅述。βains表示早期醫(yī)療保險與個體生活方式的關系。方程（5）表示生活方式與中老年人健康間關系，βbhabits代表這一關系的系數(shù)。方程（6）表示考慮中介作用后早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系，βc'ins代表這一關系的系數(shù)。其余變量含義與上文相同。

中介效應檢驗主要借鑒溫忠麟等（2004）提出的檢驗方法，該方法的第一類和第二類錯誤率之和通常比單一的檢驗方法要小，并且部分中介檢驗和完全中介檢驗均可做。本文所有統(tǒng)計分析工作均基于Stata14.0版本完成，中介作用分析使用的是sgmediation外部命令包。

三、研究結(jié)果

（一）描述性分析結(jié)果

剔除關鍵變量缺失個體后，本研究共納入12381個樣本進行分析，表2報告了這些樣本的基本情況。從基本人口學特征來說，樣本平均年齡為60.51歲；平均受教育年數(shù)為6.06年，即多數(shù)受訪者接受了小學教育；女性樣本較多。從受訪者童年期經(jīng)歷來看，高達68.31%的受訪者在童年期挨過餓；39.27%的受訪者反映自己童年期家庭經(jīng)濟狀況要比同村/社區(qū)的其他人要差；高達87.26%受訪者的母親是文盲。從個體生活方式來看，僅有14.98%的受訪者曾堅持身體鍛煉一年及以上；相似的情況也反映在飲食習慣上，僅有11.91%的受訪者曾改善自己的飲食習慣；但受訪者對吸煙和飲酒比較注意，74.99%的受訪者曾戒煙或不吸煙，減少飲酒或不飲酒的受訪者占比也高達72.03%。

關于個體健康狀況的有關指標，可以發(fā)現(xiàn)受訪者的日?；顒幽芰^好，量表平均得分為86.11，接近滿分。但受訪者的慢性病患病情況不容樂觀，64.85%的受訪者至少患有一種慢性?。煌瑫r患有多種慢性病的受訪者占37.49%；平均患有1.38種慢性病。關于受訪者的醫(yī)療保險參保情況，僅有11%的受訪者第一份工作可以享受醫(yī)療保險報銷待遇，也就是本文所認定的參加了早期醫(yī)療保險，高達89%的受訪者第一份工作沒有醫(yī)療保險。具體內(nèi)容見表2。

表2：納入分析變量的描述性統(tǒng)計

（二）回歸分析結(jié)果

表3報告了早期醫(yī)療保險與中老年人日?；顒幽芰﹃P系的OLS回歸結(jié)果。相比早期沒有醫(yī)療保險的個體，有醫(yī)療保險受訪者的日?；顒幽芰σ@著更好。關于生活方式與中老年人日?；顒幽芰Φ年P系，一方面發(fā)現(xiàn)有身體鍛煉受訪者的日?；顒幽芰σ@著好于沒有身體鍛煉的受訪者；另一方面值得注意的是沒有吸煙或已戒煙、沒有飲酒或已戒酒受訪者的日?；顒幽芰Ρ日谖鼰煛嬀频膫€體顯著更差，與常識相違背。這可能是選擇效應的影響，即那些因長期吸煙、喝酒而導致身體不健康的個體沒有進入調(diào)查范圍甚至已經(jīng)去世，進入調(diào)查范圍的個體往往身體特別健康。并且本文分析樣本都是45歲及以上的個體，可能導致這一效應更為明顯。當然，其它學者使用2011年全國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)“正在吸煙、飲酒的老年人健康狀況要顯著好于沒有吸煙或已戒煙、沒有飲酒或已戒酒的受訪者”這一現(xiàn)象（姜向群等，2015）。

從控制變量回歸結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，年齡與個體日?；顒幽芰哂酗@著負向相關關系，隨著年齡的增長，個體的日?；顒幽芰υ讲?。受訪者的受教育年數(shù)與健康狀況則具有顯著正向相關關系，教育程度越高的個體身體健康狀況越好。相比居住在農(nóng)村地區(qū)的受訪者，居住在城鎮(zhèn)地區(qū)受訪者的日?；顒幽芰σ谩＞唧w內(nèi)容見表3。

表3：早期醫(yī)療保險與中老年人日?；顒幽芰﹃P系的OLS回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

由于個體健康影響因素的復雜性，并且本文主要關注早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況的關系，二者間較長的時間跨度不可避免地造成所設定的模型會存在諸如遺漏變量等原因帶來的內(nèi)生性問題。換言之，簡單OLS回歸所得到的結(jié)果可能是不可靠的。而進一步分析生活方式在早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況之間中介的作用的前提是二者存在可靠的顯著相關關系，那么對潛在的內(nèi)生性問題進行處理便顯得尤為重要。因此，借鑒已有學者研究（孫慧波、趙霞，2018），本文選擇“是否使用天然氣”作為工具變量并基于Heckman兩步法對早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況的關系進行穩(wěn)健性檢驗。

表4報告了穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。在使用工具變量對內(nèi)生性進行處理后我們可以發(fā)現(xiàn)，早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況的顯著相關關系是穩(wěn)健的，那些早期參加醫(yī)療保險受訪者的日常活動能力要顯著好于未參保個體。工具變量有效性的檢驗結(jié)果表明，本文使用的工具變量是合理的①Hausman檢驗結(jié)果表明，早期醫(yī)療保險與中老年人日?；顒幽芰﹃P系的模型顯著存在內(nèi)生性問題（P＜0.01），需要使用工具變量對這一問題進行處理；弱工具變量檢驗結(jié)果F值為53.14，遠超過默認值10，可以認為不存在弱工具變量問題，工具變量與內(nèi)生解釋變量具有較強的相關性。。綜上，我們可以認為早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況是存在顯著相關關系的，具體結(jié)果見表4。

表4：早期醫(yī)療保險與中老年人日?；顒幽芰﹃P系的Heckman兩階段回歸分析

（接上表）

此外，本文將研究對象進一步縮小至1935～1962年出生的人群，因為這部分人群開始工作的年份，恰好處于計劃經(jīng)濟時期醫(yī)療保險制度的開展和逐漸退出歷史舞臺年份之間①我國計劃經(jīng)濟時期的醫(yī)療保險制度以1951年頒布的《勞動保險條例》為開端，若以16周歲開始工作計算，1935年出生的人群剛開始工作的年份恰是制度實施元年；現(xiàn)行城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險制度則在1998年正式實施。。聚焦這部分人群有助于剔除高齡老人和低齡人群的健康狀況對回歸結(jié)果的影響，以更為準確推斷早期醫(yī)療保險與老年人健康間關系。結(jié)果表明，無論是OLS回歸還是基于Heckman兩步法的工具變量回歸結(jié)果，早期參加醫(yī)療保險的受訪者現(xiàn)階段的健康狀況要更好。具體結(jié)果見表5。

表5：1935～1962年出生人群的早期醫(yī)療保險與其現(xiàn)階段健康狀況間關系

（四）中介作用分析

表6報告了基于Sobel法探析生活方式在早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況之間的中介作用分析結(jié)果。其中模型1是早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況關系的回歸結(jié)果。模型2是早期醫(yī)療保險與個體生活方式關系的回歸結(jié)果，其中β2 Se2、β3 Se3、β4 Se4、β5 Se5分別表示早期醫(yī)療保險與身體鍛煉（Activity）、改善飲食習慣（Diet）、戒煙（Smoking）、減少飲酒（Drinking）四種生活方式關系的回歸系數(shù)（β）、標準誤（Se）。模型3是考慮生活方式的中介作用后早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況的關系。囿于篇幅，相關控制變量的回歸結(jié)果未在表格中報告，具體結(jié)果見表6。

根據(jù)溫忠麟等（2004）提出判斷中介效應是否顯著存在的方法，筆者認為身體鍛煉、減少飲酒中介作用顯著。參加醫(yī)療保險可以增加個體加強身體鍛煉的可能性，從而改善中老年期的健康狀況。但是，減少飲酒在早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間呈現(xiàn)負相關關系。在我國根深蒂固的酒文化下，飲酒是極為常見的一種生活方式，個體多是在健康狀況差到不得不戒酒時才會戒酒或不飲酒。具體見圖1。

四、結(jié)果討論與政策建議

（一）結(jié)果討論

在我國老年人健康狀況不佳的背景下，本文探析早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況間關系，并基于健康社會決定因素分層模型分析生活方式在二者間的中介作用，主要有以下研究發(fā)現(xiàn)：

1.早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況具有顯著正向相關關系

早期參加醫(yī)療保險的個體醫(yī)療服務利用機會及行為較多，生病后可以得到及時治療，不僅降低發(fā)展成大病的可能性，也有助于保持健康狀態(tài)。反觀沒有參保的個體，在生病特別是小病的情況下，很有可能扛過去，只有得了大病不得不去醫(yī)院時才選擇治療，經(jīng)年累月中造成他們后期健康狀況要顯著差于早期有醫(yī)療保險的群體。

表6：生活方式在早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況關系的中介作用

圖1：生活方式在早期醫(yī)療保險與中老年人日常活動能力關系間的中介作用

2.生活方式在早期醫(yī)療保險與中老年人健康狀況關系間中介作用顯著

相比沒有參加醫(yī)療保險的個體，參加醫(yī)療保險的個體使用醫(yī)療服務的機會更多，在與醫(yī)務人員交流中可以充分了解生活方式與個體健康的關系，激勵他們培養(yǎng)良好的生活方式，改善自己的健康狀況，這在“加強身體鍛煉”這一生活方式中表現(xiàn)尤為明顯。

（二）政策建議

1.盡早構(gòu)建國民健康保險體系

我國已實現(xiàn)基本醫(yī)療保險全民覆蓋，但不同醫(yī)保制度間城鄉(xiāng)差距及不公平狀況卻使得制度保障效應大打折扣。并且，多數(shù)人參加的是保障水平相對較低的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險，使得這一效應更為凸顯，無助于縮小不同參保群體間的健康差距。因此，在城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障制度整合工作接近尾聲的情況下，應盡早將城鎮(zhèn)職工醫(yī)保和城鄉(xiāng)居民醫(yī)保整合，進而構(gòu)建國民健康保險工作提上日程并開展先行性研究，從根本上消除由于不同醫(yī)保制度間待遇差距所帶來的健康差距問題。

2.重點關注早期未參保群體

首先，現(xiàn)行醫(yī)保報銷制度可適當傾向早期未參保群體，如可適當放寬這部分群體醫(yī)保報銷三個目錄的內(nèi)容、在一定程度上提高報銷比例、降低起付線等政策措施實現(xiàn)。但是，應體現(xiàn)公平性，即做好早期參保群體的補償工作。其次，加大對早期未參保群體的健康預防工作，可通過社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)提高這部分未參保群體的體檢頻率，并重點關注那些易發(fā)的老年病等。最后，完善針對這部分群體的健康教育，增強他們的健康意識，降低乃至避免小病拖成大病情況的發(fā)生。

3.積極宣傳良好生活方式的健康改善作用

對于老年人，特別是農(nóng)村老年人，雖然他們接受現(xiàn)代信息技術的能力較弱，但他們的空閑時間較多?？苫谶@一特點，鼓勵社區(qū)/村衛(wèi)生室的醫(yī)務工作者積極開展入戶宣傳教育等。對于其它人群，由于他們?nèi)粘］^為忙碌但對于現(xiàn)代信息技術的接受能力較強，因此可通過諸如微信公眾號等手段向他們宣傳健康的生活習慣。